勞動力成本上升對企業的創新激勵研究
——基于中國省際面板數據研究

(廣西大學 廣西 南寧 530004)

一、研究進展

從目前研究進程來看，已有較多學者關注企業創新的內在機制和外在條件。圍繞企業創新的影響因素和推動力量，從不同角度如政府補貼，知識產權，協同效應，融資約束等角度展開研究。而研究勞動力成本和企業創新的文獻則較少。林煒[2]測算勞動力成本對制造業企業創新能力的激勵彈性系數，發現企業的創新能力隨著勞動力成本的上升而上升。趙西亮，李建強[6]認為勞動力成本上升盡管對制造業企業造成了很大的生存壓力，但總體上促進了中國制造業的企業創新水平顯著增加;程晨，袁建國，王萌萌[9]利用我國上市公司2001～2013年的樣本，發現動力成本的提升有利于我國上市公司的持續增長，并且技術進步對勞動力投入具有顯著的替代作用，在因果關系中發揮了替代效應。王雷[5]實證考察勞動力成本與企業技術創新的關系及就業保護的調節效應.并發現勞動力成本的上升能夠促進企業的技術創新，而且就業保護的加強會進一步強化這一正向作用。

然而，以往研究還存在不足之處：一是以往文獻中，鮮有學者從勞動力成本角度研究自主創新，即這些研究尚未考察勞動力要素對創新生產效率的影響。事實上，勞動力成本的確和企業創新之間存在某種關系。基于此，本文的貢獻主要體現在：①以企業自主創新為基本視角，以勞動力成本上升為切入點，詳細的分析了勞動力要素價格變化對企業自主創新的作用機制。②同時也通過實證檢驗勞動力成本上升對企業創新的作用機制是否能夠在現實生活中真正發揮作用。從而為以后的研究提供新的思路和視角

二、理論分析與研究假說

(一)從企業角度分析勞動力成本上升對企業創新的影響機理

勞動力成本上升，對企業來講就像一個來自外部的沖擊，打破了企業原來的利潤最大化的均衡。這種沖擊使得一方面企業在技術條件不變的情況下，資本要素相對于勞動力要素變得更加便宜，企業會選擇用更多的資本來替代勞動力，從而實現要素結構的調整。這種要素替代效應表現為企業對自身機器設備進行更替，更頻繁的采用機器生產來替代勞動力生產。但是需要注意的是現實中，企業往往并不是簡單地用資本替代勞動，要素結構調整的過程往往伴隨著技術水平的升級，用更高技術含量的資本來替代勞動力。[1,10]這一過程可以體現為技術創新，這里的技術創新包含兩個方面的含義：技術發明和新技術采用。當面臨勞動力成本上升時，產品企業可能本身會進行技術發明，但產品企業更多的情況下可能進行新技術采用,從而加速企業創新。[3]

(二)從勞動力角度分析勞動力成本上升對企業創新的影響機理

根據效率工資理論高工資之所以產生高效率是因為一方面對于貧窮國家而言，工資影響營養。更高的工資使工人能吃得起更營養豐富的食物，更健康的工人使生產效率更高。對于發達國家而言，高工資減少了我們之所以認為高工資會產生高效率好是因為對于勞動者而言，高工資能減少勞動力的流動率。[4]這樣企業也能更安心得進行人力資本投資，而不會擔心“肥水流入外人田”。另一方面高工資對勞動者而言意味著被解雇的成本提高了，因而工人會選擇提高工作的努力程度。

需求刺激效應是從消費需求的角度來分析：消費需求是可支配收入的函數，工資又是可支配收入的核心構成，所以需求結構的變動很大程度上取決于工資水平的變動。這樣，工資水平、商品需求結構、企業創新之間存在著一種相互傳導和影響的內在關系鏈。工資水平，通過對商品需求結構的作用，使商品的供給結構發生變動，進而影響企業生產結構，從而刺激企業技術創新。[7]另外工資水平上升工資水平上升提高了勞動者的收入水平，那么勞動者可能把更多的收入投入到自身教育或者下一代兒女的教育當中去，或者主動參加一些技能培訓，以提高自身核心競爭力，這無疑會提高一個國家的中長期的人力資本水平，為企業進行技術研發和創新提供充足高質量的人力資本。

通過上文的理論分析可以看出，勞動力成本上升，會壓縮產品企業的利潤，促使產品企業產生新技術需求，造成技術市場需求規模擴大，使研發企業的利潤增加，從而加速了企業創新。因而，本文得到一個基本的假說：勞動力成本上升會推動中國企業技術創新。

三、模型設定與實證分析

(一)變量的選取

被解釋變量：企業創新。本文選取中國各個省(市)專利申請數作為衡量企業創新的變量。解釋變量，本文選取了4個解釋變量：平均工資水平、地區經濟發展水平、人力資本和外商直接投資。在本文中分別以wages、pgdp、l和fdi表示平均工資水平、地區經濟發展水平、人力資本和外商直接投資。①平均工資水平(wages)。用平均工資水平來衡量各省(市)的勞動力成本。本文的重點是分析勞動力成本上升對企業創新的影響，是積極的還是消極的，影響的程度有多大，其實就是要關注平均工資水平的系數是正還是負，數值有多大。②地區經濟發展水平指標(PGDP):是綜合反映地區市場容量、科技教育水平和基礎設施等經濟狀況，對地區技術消化吸收能力和研發能力產生影響，用地區實際人均GDP來度量。③人力資本指標(L):人力資本則參照彭國華(2005)的計算方法進行計算。④外商直接投資(FDI):地區吸收和利用外資對本地創新能力和技術進步產生影響，外商直接投資對地區自主創新產生溢出效應[8]，可用地區實際利用外商直接投資額與地區GDP之比來度量。以上數據主要來源于歷年的《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》、《中國勞動力統計年鑒》和各省(市)的統計年鑒。

(二)模型設定

本文數據涵蓋了2000—2013年中國大陸31個省份的數據，因為沒有數據缺失，所以是平衡面板數據(Balanced Panel Data)。在基本回歸中，我們采用處理面板數據時最為常用的固定效應模型和隨機效應模型進行回歸，根據我們的研究目的，本文構建了下式(1)的回歸模型。

Lnpatentsit=β0+β1*Lnwagesit+β2*Lnpgdpit+β3*Lnlit+β4*fdiit+ε

(1)

其中i表示的是不同的省(市)；t表示的是不同的年份，取值范圍為2000-2013年；Ln表示對變量取對數，之所以對變量取對數，是為了減少異方差。

(三)實證結果與分析

為了驗證勞動力成本對自主創新的效應，我們選取2000—2013年中國31個省份的面板數據加以驗證，考察勞動力成本、地區經濟發展水平、人力資本存量以及外商直接投資對中國自主創新的影響，驗證前文的假說，并對實證結果進行分析。首先運用stata13.0對模型(1)涉及到的變量進行描述性分析，結果如下表1所示。

表1 模型變量的描述性分析結果

首先模型2進行固定效應的F檢驗以確定是選擇固定效應模型還是混合效應模型，結果如下表2所示。從表2的檢驗結果來看，P=0.0000，因此模型應該選擇固定效應模型。

表2 模型的F檢驗

選擇隨機效應模型，并進行豪斯曼檢驗，結果如下表3所示。

表3 固定效應與隨機效應的回歸結果

從表3的給出的豪斯曼檢驗結果來看，P=0.0000<1%，拒絕了原假設，認為模型(1)的隨機效應模型的基本假設得不到滿足，應該選擇固定效應進行回歸。表3中固定效應的回歸的F檢驗值為790.33(P=0.0000)，說明模型整體是顯著的，且組間的R方為0.8882，說明模型解釋變量對被解釋變量的解釋程度非常高。最后從系數來看，平均工資水平對企業創新沒有顯著性的影響(P=0.1580)，地區經濟發展水平和人力資本對企業創新有顯著的影響(P均為0.0000)，從二者的系數來看，地區經濟發展水平的系數為0.8408，說明企業經濟發展水平每增加1%會帶來企業創新增加0.8408%，人力資本的系數為0.8928，說明人力資本每增加1%，會帶來企業創新增加0.8928%。Fdi對企業創新有顯著的負向影響(P=0.0290，回歸系數為-3.3233)，這說明我國各省份利用外商直接投資會抑制本地企業創新，這可能是因為外商直接投資會因為產品、服務的技術先進性而對本地企業產生壓制，進而使得本地企業創新減少。從宏觀上來看，我國各個省份實際利用外商直接投資額度與GDP占比越高，越會導致企業創新的減少。

四、結論

本文通過運用我國31個省(市)2000-2013年的企業創新、平均工資水平、地區經濟發展水平、人力資本和外商直接投資的數據分析了勞動力成本和企業創新之間的關系。結果發現，勞動力成本(平均工資水平)對企業創新沒有顯著性的影響，反而是地區經濟發展水平和人力資本對企業創新有顯著的正向影響，省份實際利用外商直接投資占該地區GDP的比例則對企業創新有顯著的負向影響。這表明了，在現階段，我國企業創新主要是受地區經濟發展水平、人力資本和外商直接投資的影響。到底是什么力量阻礙了勞動力成本上升對企業創新的正面傳導機制呢？這又是一個值得研究和探討的課題。